環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響

環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響

鄭蘭祥錢黃潤玉鄭飛鴻[摘要]基于安徽省2011-2020年資源型城市的面板數據，系統(tǒng)闡釋環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級具有促進作用，科技投入力度和環(huán)境規(guī)制強度在其中發(fā)揮著正向中介效應，但環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響會受到地方政府競爭、產業(yè)聚集、財政分權的負面干擾。應進一步優(yōu)化環(huán)境分權管理體制，適度提高科技投入力度和環(huán)境規(guī)制強度，合理引導地方政府競爭，因勢利導精準施策，加快推進資源型城市產業(yè)轉型升級。[Key]環(huán)境分權;資源型城市;產業(yè)轉型升級;影響機制[]F061.3;F293[文獻標志碼]A加快推進生態(tài)文明體制改革，全面貫徹“人與自然和諧共生”的綠色發(fā)展理念，為廣大人民群眾提供高質量的生態(tài)公共產品，是新發(fā)展階段促進經濟社會協(xié)調可持續(xù)發(fā)展的重要路徑。[1]43環(huán)境分權作為環(huán)境治理領域較為熱門的話題，一直以來廣受國內外學界的關注。近年來，相關學者圍繞環(huán)境分權度的測度、環(huán)境分權結構劃分及其與產業(yè)轉型升級之間的影響關系展開了豐富的研究。環(huán)境聯(lián)邦主義受財政聯(lián)邦主義的影響，圍繞環(huán)境管理的集權與分權關系，在不同層級的政府之間進行環(huán)境治理事務的責權分配，通常表現(xiàn)為環(huán)境治理權下沉給地方政府環(huán)境管理部門。Tiebout（1956）提出的“用腳投票”理論指出，居民的投票作為一種公眾選擇，推動地方政府行使職責，以此吸引更多的人口流入，體現(xiàn)了地方政府更好地滿足居民異質性公共產品消費偏好的能力，該理論的提出為地方公共產品的供給及環(huán)境分權管理體制的實施提供了理論依據。[2]420另一方面，Hall等人（2007）認為，中央政府履行全國層面的環(huán)境事務管理的職責能更有效地對污染利益集團實施規(guī)制，且環(huán)境集權在公地悲劇問題的解決上具有明顯優(yōu)勢。[3]179祁毓等人（2014）將中國式環(huán)境分權劃分為環(huán)境行政分權、環(huán)境監(jiān)測分權和環(huán)境監(jiān)察分權，并以環(huán)境機構在職人員數作為測算依據，測算出相應的環(huán)境分權指數。[4]39Peltzman（2016）通過以地方和中央的財政政策之間的聯(lián)系證明，當地方政府擁有更多制定環(huán)境標準自治權時，該標準將更符合當地實際情況，從而實現(xiàn)整個轄區(qū)內居民福利的最大化。[5]12關于環(huán)境分權與產業(yè)轉型升級的影響關系研究，目前學術界主要從環(huán)境分權與地方政府競爭等相關因素的交互效應視角，分析了環(huán)境分權對產業(yè)轉型升級的影響機制。李強等人（2019）采用隨機效應模型引入地方政府競爭與環(huán)境分權的交互項，結果表明，環(huán)境分權對地方政府具有正向調節(jié)效應，有助于促進地方政府競爭由“逐底競爭”轉向“逐頂競爭”轉變，從而弱化地方政府的“搭便車”行為。[6]106基于財政分權的視角，Sigman等人（2014）提出“財政分權逐底競爭論”，指出財政分權會直接削弱環(huán)境治理效力，降低環(huán)境質量，不利于資源型企業(yè)的進一步發(fā)展。[7]123游達明等人（2019）利用2000-2015年中國31個省市自治區(qū)的面板數據，發(fā)現(xiàn)財政分權會導致財政的縱向失衡，因而刺激地方政府片面追求經濟利益的短視行為，弱化環(huán)境政策執(zhí)行，進而阻礙當地的產業(yè)結構升級。[8]28此外，還有部分學者著眼于研究各影響因素對產業(yè)轉型升級影響的空間效應，肖丁丁等人（2013）證明政府的科技支出投入對不同區(qū)域企業(yè)的研發(fā)投入影響具有明顯的空間異質性，進而影響到當地的產業(yè)轉型升級。[9]27綜上所述，既有研究在環(huán)境分權與地方政府競爭、財政分權的關系方面已取得較大的進展，但對于環(huán)境分權與產業(yè)轉型升級的影響關系以及環(huán)境分權影響產業(yè)轉型升級的作用機制研究分析得還不夠深入。本文以安徽省2011-2020年資源型城市的面板數據為樣本，深入研究環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制及其傳導路徑。本文的邊際貢獻在于：第一，專門針對資源型城市這種特殊工業(yè)城市類型進行研究，以環(huán)境分權的倒逼機制為突破口，旨在尋求資源型城市產業(yè)轉型升級的破解路徑。第二，系統(tǒng)闡釋環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制，深入分析環(huán)境分權影響資源型城市產業(yè)轉型升級的中介效應和調節(jié)效應傳導路徑。第三，認清和把準各關鍵傳導變量的作用規(guī)律，有針對性地提出優(yōu)化環(huán)境分權管理體制與促進安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的政策建議。一、影響機制分析（一）環(huán)境分權與資源型城市產業(yè)轉型升級環(huán)境分權旨在尋求政府層級間環(huán)境治理事務的責權分配，在環(huán)境分權制度安排下，環(huán)境治理職責由中央政府下放給各級地方政府。環(huán)境聯(lián)邦主義認為，中央層級的環(huán)境規(guī)制難以了解不同地區(qū)居民對環(huán)境偏好度差異，同時不同區(qū)域間的實際情況也大有不同，在所有區(qū)域內共同執(zhí)行統(tǒng)一環(huán)境標準的情況下，容易造成社會福利損失。而地方政府可以根據各區(qū)域內的實際情況，因地制宜地制定環(huán)境政策，并基于“成本—效益”分析法確定環(huán)境質量標準，確定最優(yōu)的環(huán)境政策。根據蒂布特的“用腳投票”理論，地方政府為吸引選民投票，必須以滿足居民偏好為目的提供公共物品，制定更加符合實際情況的政策，為當地資源型企業(yè)乃至產業(yè)的轉型升級營造良好的環(huán)境條件。環(huán)境分權彌補了集權體制下應對性的不足，賦予地方政府更多的環(huán)境治理事權，能夠及時處理相關環(huán)境治理事務，提高其環(huán)境執(zhí)行力，嚴格督促當地資源型企業(yè)遵循環(huán)境管理制度，環(huán)境分權的實施將有助于激發(fā)企業(yè)為獲取“創(chuàng)新補償收益”而進行生產設備和技術革新，從而帶動整體行業(yè)的轉型升級，在降低環(huán)境污染和能源消耗的基礎上創(chuàng)造更大的經濟效益，從而助推資源型城市產業(yè)轉型升級?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O1：H1：環(huán)境分權程度越高，越有利于促進資源型城市產業(yè)轉型升級。（二）環(huán)境分權、科技投入力度與資源型城市產業(yè)轉型升級環(huán)境分權的實施將在一定程度上提高地方政府環(huán)境保護的執(zhí)行力，資源型城市的污染型企業(yè)將會受到更加嚴格的監(jiān)管，遵循環(huán)境規(guī)制的成本也將被迫增加，因此，部分污染型企業(yè)選擇加大科技投入（包括企業(yè)自身的科技投入以及政府的財政補貼），購買和更新生產設施，改進生產工藝，雖然付出了額外的生產成本，但企業(yè)的生產效率、產品質量以及市場競爭力均得到顯著提升。這是由于企業(yè)獲得了“創(chuàng)新補償收益”。從長期來看，這種“創(chuàng)新補償收益”將會逐漸彌補和超越企業(yè)遵循環(huán)境規(guī)制的成本，由此不斷降低企業(yè)的長期平均生產成本和邊際污染治理成本。此外，改進了的生產設施和工藝有鮮明的“綠色”導向，企業(yè)的生產方式實現(xiàn)了由污染粗放型向清潔集約型的轉變，生產單位能耗得到顯著降低，資源利用效率和產品附加值顯著提高，同時還將不斷催生綠色技術創(chuàng)新和產業(yè)集群創(chuàng)新，資源型企業(yè)的生產方式轉變將帶動整體行業(yè)的轉型升級，從而助推了資源型城市產業(yè)轉型升級?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O2：H2：環(huán)境分權通過科技投入力度的增強有助于推進資源型城市產業(yè)轉型升級。（三）環(huán)境分權、環(huán)境規(guī)制強度與資源型城市產業(yè)轉型升級環(huán)境規(guī)制是以環(huán)境保護為目的，以個體或組織為執(zhí)行對象，并以有形制度或無形意識為存在形式的微觀制度安排。根據“波特假說”模型，適度的環(huán)境規(guī)制強度有利于激發(fā)資源型企業(yè)的創(chuàng)新動力，增強資源型企業(yè)競爭力，從而增加資源型企業(yè)收益，該收益即所謂的“創(chuàng)新補償”。當該補償能夠超越企業(yè)環(huán)境規(guī)制遵循成本，資源型企業(yè)將更加注重環(huán)境管理，減少污染排放，形成良性循環(huán)。政府可通過稅收、價格管制、綠色基金等經濟手段，結合行政執(zhí)法等行政手段將污染型企業(yè)產生的外部不經濟轉化為資源型企業(yè)內在生產成本，倒逼企業(yè)為降低成本尋求技術創(chuàng)新，實現(xiàn)工藝技術的進步和能源的節(jié)約，同時也有利于環(huán)境質量的改善。目前主要的環(huán)境規(guī)制工具包括三類：命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵型環(huán)境規(guī)制、社會參與型環(huán)境規(guī)制，不同類型的環(huán)境規(guī)制發(fā)揮的作用效果有所不同。環(huán)境分權的程度越高，地方政府在環(huán)境治理上將擁有更多的自主權，更有利于因地制宜制定合適的環(huán)境規(guī)制強度，提高環(huán)境治理效率，從而不斷倒逼資源型城市推進產業(yè)轉型升級?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O3：H3：環(huán)境分權通過環(huán)境規(guī)制強度的提高有助于推進資源型城市產業(yè)轉型升級。（四）影響機制的干擾因素環(huán)境分權影響資源型城市轉型升級的作用機制并非是完全封閉的，還受到其他多種因素的干擾。其一是地方政府競爭的干擾。在政績考核和官員晉升激勵機制的作用下，地方政府往往傾向于投資經濟效益較高的項目而忽視環(huán)境負外部性影響，導致當地資源型企業(yè)技術革新落后，陷入產業(yè)轉型升級困難的境地。其二是產業(yè)聚集干擾。產業(yè)聚集度越高的地區(qū)，工廠密度越大，產業(yè)轉型升級的困難越大，科技投入分散至各個資源型企業(yè)所能帶來的效果就越小，最終不利于資源型城市的產業(yè)轉型升級。其三是財政分權干擾。財政分權強調地方政府履行支出職責時所得到的資源權力的分配比例，當地方政府所得到分配資源權力比例過高時，中央控制力被削弱，從而可能會導致地方政府的執(zhí)行力下降，出現(xiàn)懈怠乃至尋租等一系列問題，最后導致環(huán)境規(guī)制的非完全執(zhí)行，從而不利于推進資源型城市的產業(yè)轉型升級?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O4：H4：環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響將會受到地方政府競爭、產業(yè)聚集、財政分權的負面干擾。根據上述理論分析，本文研究的環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級影響機制。見圖1。二、實證分析（一）計量模型構建1.系統(tǒng)GMM模型本文以動態(tài)面板數據為基礎，構建系統(tǒng)GMM模型進行基準回歸?？紤]到產業(yè)轉型升級指數對后期的滯后影響，將其滯后一期引入解釋變量中。為降低動態(tài)面板數據的偏差影響及內生性的干擾，將環(huán)境分權的滯后項作為工具變量，引入回歸方程中。在面板數據的基礎上，引入時間固定效應和個體固定效應，增強解釋變量對被解釋變量的解釋力度以及估計結果的準確性。IUPit=c+β1IUPi，t-1+β2EDit+∑βjzit+ut+εit.（1）式（1）中，下標i代表城市，t代表年份。IUPit代表資源型城市產業(yè)轉型升級指數，EDit代表環(huán)境分權指數，zit代表影響資源型城市產業(yè)轉型升級的控制變量，c表示常數項，βi為估計系數，ut代表刻畫時間特征的時間固定效應，δi代表刻畫地區(qū)特征的個體固定效應，εit為隨機擾動項。2.中介效應模型為驗證假設2和假設3，構建的中介效應檢驗模型：IUPit=c+β1IUPi，t-1+β2EDit+∑βjzit+ut+δi+εit.（2）Xit=γXi，t-1+λEDit+ut+δi+μit.（3）IUPit=α0+α1IUPi，t-1+α2EDit+α3Xit+∑αjzit+ut+δi+εit.（4）上式中，Xit代表選取中介變量，本文選取檢驗中介變量分別為科技投入力度（TC）和環(huán)境規(guī)制強度（ER）。根據中介效應層級回歸檢驗步驟，首先將環(huán)境分權（ED）對被解釋變量資源型城市產業(yè)轉型升級（IUP）做回歸，檢驗公式（2）中ED回歸系數β2的顯著性;當β2顯著時，繼續(xù)將ED對中介變量X做回歸，檢驗公式（3）中ED回歸系數λ的顯著性;當λ顯著時，同時將解釋變量ED與中介變量X對被解釋變量IUP做回歸，檢驗公式（4）中ED回歸系數α2和中介變量X回歸系數α3的顯著性，其中系數β2代表解釋變量對被解釋變量的總效應，系數α2代表解釋變量的直接效應，可用λα3表示間接效應，中介效應占比為λα3/β2。3.調節(jié)效應模型為驗證假設3，在中介效應分析的基礎上，繼續(xù)引入地方政府競爭、產業(yè)集聚度、財政分權等調節(jié)變量，進一步深化環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制研究。（1）基于地方政府競爭的調節(jié)效應：IUPit=ρ0+ρ1IUPi，t-1+ρ2EDit+ρ3LGCit+ρ4LGCit×EDit+ut+δi+εit.（5）（2）基于產業(yè)集聚度的調節(jié)效應：IUPit=ρ0+ρ1IUPi，t-1+ρ2EDit+ρ3IJit+ρ4IJit×TCit+ut+δi+εit.（6）（3）基于財政分權的調節(jié)效應：IUPit=ρ0+ρ1IUPi，t-1+ρ2EDit+ρ3FDit+ρ4FDit×ERit+ut+δi+εit.（7）在上述調節(jié)效應模型中，LGCit×EDit表示地方政府競爭與環(huán)境分權的交互項，IJit×TCit表示產業(yè)集聚與科技投入力度的交互項，F(xiàn)Dit×ERit表示財政分權與環(huán)境規(guī)制強度的交互項。（二）變量選取1.被解釋變量產業(yè)轉型升級可以從產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化兩個方面進行衡量，分別考慮了勞動生產率和產業(yè)結構的比例分配，為便于測算，本文通過計算各產業(yè)產值比重與勞動生產率的乘積來測度產業(yè)轉型升級指數。計算公式為：IUPit=∑pijtLPijt.（8）式（8）中，i表示所在資源型城市，t表示時間（年份），j表示所在產業(yè)，pijt表示第t年i資源型城市的j產業(yè)所占該城市國民生產總值的比例，LPijt表示第t年城市i的產業(yè)j的勞動生產率。2.解釋變量（1）環(huán)境分權（ED）。運用不同級次政府環(huán)境保護部門的人員數進行刻畫描述，計算公式為：EDit=LEPPit/POPitNRPPi/POPi×1-GDPitGDPt.（9）式（9）中，LEPPit表示資源型城市i第t年的環(huán)保系統(tǒng)人員數，NRPPi表示第t年全國環(huán)保系統(tǒng)人員數，POPit表示資源型城市i第t年的人口總量，POPi表示全國人口總量，GDPit表示資源型城市i第t年的國內生產總值，GDPt表示第t年的全國國內生產總值。（2）科技投入力度（TC）。選取財政支出中用于科技支出的資金規(guī)模來資源型城市科技投入力度。（3）環(huán)境規(guī)制強度（ER）。以資源型城市環(huán)境污染治理投資總額與國內生產總值的比值來間接衡量環(huán)境規(guī)制強度。（4）地方政府競爭（LGC）。以資源型城市人均外商直接投資額為指標，衡量地方政府的競爭程度。（5）產業(yè)集聚（IJ）。采用區(qū)位熵指數這一絕對衡量指標來進行測量，計算公式為：GDPijtGDPjtYitYt.（10）式（10）中，GDPijt為資源型城市i的產業(yè)j第t年的生產總值，GDPjt為全國范圍內產業(yè)j的生產總值，Yit為資源型城市i的所有產業(yè)的生產總值，Yt為全國所有地區(qū)所有產業(yè)的生產總值。（6）財政分權（FD）財政分權衡量了地方政府所掌握的支出資金自主權程度以及財政資金的支出規(guī)模、方向。本文在分離出經濟規(guī)模和人口規(guī)模的影響基礎上，計算公式如下：FDit=1-GDPitGDPt×PFEitPFEit+PFEt.（11）式（11）中，GDPit和GDPt分別表示各資源型城市國民生產總值和全省國民生產總值，PFEit和PFEt分別表示各資源型城市的人均財政支出和全省人均財政支出。3.控制變量本文選取的控制變量分別為：城鎮(zhèn)化水平（URB）、平均受教育年限（EDU）、經濟發(fā)展水平（PIN）。其中以轄區(qū)內城鎮(zhèn)居住人口總量與常住人口總量的比值來衡量資源型城市城鎮(zhèn)化水平，以轄區(qū)內人口群體平均所接受教育的年數代表資源型城市平均受教育年限，以轄區(qū)內人均收入的對數為指標反映資源型城市總體的經濟發(fā)展水平。（三）數據來源與描述性統(tǒng)計在滿足所有數據統(tǒng)計口徑一致性、完整性的前提條件下，本文樣本選擇2011-2020年安徽省資源型城市的面板數據，見表1。所有原始數據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《安徽統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局、安徽省統(tǒng)計局公布的有關數據。（四）回歸分析結果1.系統(tǒng)GMM估計分析表2基準回歸結果顯示，GMM模型中ED回歸系數為0.017（P<0.05），表明環(huán)境分權程度每提高1%，安徽資源型城市產業(yè)轉型升級指數將增加0.019%，環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級具有顯著的促進作用，假設1得到驗證。從控制變量回歸結果來看，URB和EDU的回歸結果顯著為負，PIN的回歸結果顯著為正，即城鎮(zhèn)化水資源型城平和平均受教育年限均對安徽市產業(yè)轉型升級起到顯著負向影響作用，而經濟發(fā)展水平則顯著正向促進安徽資源型城市產業(yè)轉型升級。由AR（2）檢驗和Sargan檢驗結果可知，二階序列相關性檢驗和額外工具變量過度識別檢驗的伴隨概率Sargan統(tǒng)計量伴隨概率P均大于0.5，模型不存在過度識別問題，估計結果較好。2.中介效應檢驗分析表3中模型（1）回歸結果表明，在環(huán)境分權對科技投入力度的回歸分析中，ED的回歸系數為0.542，且在5%顯著水平上顯著，加入中介變量后，中介變量TC的回歸結果顯著為正，同時ED回歸系數為0.012，且在10%顯著水平上顯著，根據中介效應檢驗步驟，TC的中介效應作用效果成立，即科技投入力度在環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的影響中發(fā)揮了顯著的中介作用，其中，環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級影響的總效應為0.171，直接影響效應為0.166，通過科技投入力度的間接影響效應為0.005（模型（1）ED回歸系數與模型（3）TC回歸系數乘積），中介效應占比約為0.0050.171≈2.9%，假設2得到驗證。同理，模型（2）的回歸結果表明，ED的回歸系數為0.011，且在5%顯著水平上顯著，加入中介變量后，中介變量ER的回歸結果顯著為正，同時ED的回歸系數為0.009，且在1%顯著水平上顯著，因此，ER中介效應作用效果成立，即環(huán)境規(guī)制強度在環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的影響中發(fā)揮了顯著的中介作用，其中，環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級影響的總效應為0.171，直接影響效應為0.169，通過環(huán)境規(guī)制強度的間接影響效應為0.002（模型（1）ED系數與模型（4）ER系數乘積），中介效應占比約為0.0020.171≈1.2%，假設3得到驗證。3.調節(jié)效應檢驗分析根據表4的回歸結果，模型（1）回歸結果顯示，LGC回歸系數為0.023，且在1%顯著性水平上顯著，而LGC與ED的交互項回歸結果顯著為負，這表明地方政府競爭對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級具有正向推動作用，而地方政府競爭與環(huán)境分權共同作用抑制了安徽資源型城市產業(yè)轉型升級。模型（2）的回歸結果顯示，IJ回歸系數為0.082，且在10%顯著性水平上顯著，而IJ與TC的交互項回歸結果顯著為負，這表明產業(yè)聚集會對環(huán)境分權影響機制產生負面干擾，產業(yè)集聚度的提高抑制了科技投入力度的中介效應作用效果。模型（3）回歸結果顯示，F(xiàn)D回歸系數為0.069，且在1%顯著性水平上顯著，而FD與ER的交互項回歸結果顯著為負，這表明這表明財政分權會對環(huán)境分權影響機制產生負面干擾，財政分權程度的提升抑制了環(huán)境規(guī)制強度的中介效應作用效果，假設4得到驗證。（五）穩(wěn)健性檢驗為進一步驗證上述回歸結果的穩(wěn)健性，本文采用OLS估計、固定效應估計、隨機效應估計以及工具變量法（以環(huán)境分權的滯后一期作為工具變量）分別進行回歸估計，并將此四種回歸結果與前文基準回歸結果進行對比，各解釋變量回歸結果均與基準回歸估計結果保持基本一致。所有模型的擬合優(yōu)度都較好，其中以固定效應模型估計效果最佳，其回歸結果最接近于系統(tǒng)GMM模型的回歸結果。因此，可以認為本文估計結果是穩(wěn)健的。三、研究結論與政策建議（一）研究結論本文以安徽省2011-2020年資源型城市的面板數據為樣本，系統(tǒng)闡釋了環(huán)境分權倒逼資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制，利用系統(tǒng)GMM估計以及中介效應、調節(jié)效應檢驗等方法，實證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級具有促進作用，環(huán)境分權程度每提高1%，資源型城市產業(yè)轉型升級指數會相應地提高0.019%。此外，科技投入力度和環(huán)境規(guī)制強度在環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響中發(fā)揮了部分中介效應，并且這二者的中介效應均為正向的，而地方政府競爭、產業(yè)聚集、財政分權則會對其影響產生負面干擾，其中，地方政府競爭程度的加劇導致環(huán)境分權對安徽資源型城市產業(yè)轉型升級的影響扭轉為負，產業(yè)集聚度的提高抑制了科技投入力度的中介效應作用效果，財政分權程度的提升抑制了環(huán)境規(guī)制強度的中介效應作用效果。（二）政策建議第一，進一步優(yōu)化環(huán)境分權管理體制，科學劃分中央與地方的事權、財權及支出責任。構建現(xiàn)代化環(huán)境治理體系，完善生態(tài)文明法律體系;合理劃分和調整中央與地方間的財政關系，加大財政轉移支付力度，減輕地方政府及環(huán)境管理職能部門環(huán)境事權履行財政壓力;通過將環(huán)境考核重點納入地方政府考核體系中，科學設置考核指標，形成各級地方政府對環(huán)境質量負責的約束機制和責任追究制度。第二，加大科技投入力度，充分發(fā)揮科技創(chuàng)新驅動產業(yè)轉型升級的重要作用。加大科技財政資金投入力度，包括加大對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的直接財政補貼力度，以及制定促進企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的稅收優(yōu)惠政策，并積極為企業(yè)推進綠色技術創(chuàng)新提供融資支持服務，激勵企業(yè)更新技術設備和改進生產技術，加快生產方式的轉變;增加科技人員投入力度，引進優(yōu)秀科技人才及團隊加入，提高科技人員收入待遇和福利，不斷提升企業(yè)創(chuàng)新活力;加快推進科技管理體制改革力度，完善綠色技術創(chuàng)新成果轉化機制，實現(xiàn)科技賦能推進資源型城市產業(yè)轉型升級。第三，適度提高環(huán)境規(guī)制強度，利用環(huán)境規(guī)制倒逼規(guī)律推動資源型城市產業(yè)轉型升級。在環(huán)境規(guī)制強度合理區(qū)間有效提升環(huán)境規(guī)制執(zhí)行力度，形成多種類型環(huán)境規(guī)制工具協(xié)同發(fā)力的良性互動機制。其中，命令控制型環(huán)境規(guī)制以行政處罰等手段增加企業(yè)污染排放成本，迫使污染型企業(yè)由粗放型生產方式向集約型生產方式轉變;市場激勵型環(huán)境規(guī)制利用排污收費、排污權轉讓等市場化手段引領資源型企業(yè)綠色發(fā)展，能夠在一定程度上節(jié)約環(huán)境規(guī)制成本;社會參與型環(huán)境規(guī)制則通過增強企業(yè)及社會公眾的綠色發(fā)展意識，履行環(huán)境保護的社會責任，自發(fā)地參與環(huán)境治理，有助于提高環(huán)境治理效能，倒逼資源型城市產業(yè)轉型升級。第四，結合環(huán)境分權對資源型城市產業(yè)轉型升級的影響機制，因勢利導精準施策。積極轉變政府競爭生態(tài)，引導地方政府由逐底競爭轉向逐頂競爭，避免地方政府為爭奪自身利益而產生惡性競爭，從而影響生態(tài)環(huán)境保護與資源型城市產業(yè)轉型升級;積極發(fā)展高質量的產業(yè)聚集示范區(qū)，將污染企業(yè)集中起來，既有助于實現(xiàn)污染管控，也有利于發(fā)揮企業(yè)生產的規(guī)模效應，降低企業(yè)長期生產成本，不斷完善財政分權管理體制，合理分配中央與地方政府間的財政資金比例，使地方政府的財力能夠有效保障綠色發(fā)展事權的履行，并且不斷提高財政資金的使用效率，助推資源型城市生態(tài)環(huán)境保護與產業(yè)轉型升級的雙重目標實現(xiàn)共贏。[Reference][1]王春英，仲昭旭.生態(tài)文明思想與生態(tài)文化體系建設研究[J].牡丹江師范學院學報：社會科學版，2021（1）：40-49.[2]Tiebout，C.APureTheoryofLocalExpenditures[J].JournalofPoliticalEconomy，1956（5）：416-424.[3]HallN.D.PoliticalExternalities，F(xiàn)ederalism，andaProposalforanInterstateEnvironmentalImpactAssessmentPolicy[J].TheHarvardenvironmentallawreview：HELR，2007（1）：175-202.[4]祁毓，盧洪友，徐彥坤.中國環(huán)境分權體制改革研究：制度變遷、數量測算與效應評估[J].中國工業(yè)經濟，2014（1）：31-43.[5]PeltzmanS.StateandLocalFiscalPolicyandGrowthattheBorder[J].JournalofUrbanEconomics，2016（9）：1-15.[6]李強，李新華.地方政府競爭與環(huán)境治理——環(huán)境分權的調節(jié)效應[J].貴州財經大學學報，2020（3）：101-110.[7]SigmanH.DecentralizationandEnvironmentalQuality：AnInternationalAnalysisofWaterPollutionLevelsandVariation[J].LandEconomics，2014（1）：114-130.[8]游達明，張楊，袁寶龍.財政分權與晉升激勵下環(huán)境規(guī)制對產業(yè)結構升級的影響[J].吉首大學學：社會科學版，2019（2）：21-32.[9]肖丁丁，朱桂龍，王靜.政府科技投入對企業(yè)R&D支出影響的再審視——基于分位數回歸的實證研究[J].研究與發(fā)展管理，2013（3）：25-32.[10]王建民，范玉環(huán).產業(yè)結構升級、資源錯配與綠色經濟增長[J].牡丹江師范學院學報：社會科學版，2021（06）：37-44.[責任編輯]王立國ResearchontheImpactofEnvironmentalDecentralizationonIndustrialTransformationandUpgradingofResource-basedCitiesZHENGLanxiang1，QIANHuangrunyu1，ZHENGFeihong2（1.SchoolofEconomics，AnhuiUniversity，Hefei，Anhui，230601，China;2.SchoolofEconomicsandManagement，HefeiUniversity，Hefei，Anhui，230601，China）Abstract：Basedonthepaneldataofresource-basedcitiesinAnhuiProvincefrom2011to2020，thispapersystematicallyexplainsthe